(鄭州財經(jīng)學院 河南 鄭州 450044)

在“十三五”規(guī)劃的最后兩年，農(nóng)業(yè)現(xiàn)代化建設的過程中，提升農(nóng)產(chǎn)品的安全性、效率性、環(huán)保性、科技性等特點，構(gòu)建結(jié)構(gòu)更加合理、保障更加有力的農(nóng)產(chǎn)品供給側(cè)結(jié)構(gòu)體系，已經(jīng)成為目前推動現(xiàn)代農(nóng)業(yè)發(fā)展的重要舉措和當務之急。盡管從定性角度分析河南省工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入與農(nóng)民人均收入之間存在一定的聯(lián)系，但是必須有定量的實證分析來證實這一結(jié)論。

一、模型的建立

(一)變量的選取

關于農(nóng)民收入持續(xù)增長的影響因素有很多，但針對河南省“三農(nóng)”的發(fā)展現(xiàn)狀，這里從農(nóng)民收入的構(gòu)成角度選擇了以下幾個因素作為解釋變量：工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入。

第一，農(nóng)民人均收入指標。為了更好地體現(xiàn)農(nóng)民收入持續(xù)增長，這里選用人均可支配收入(RY)作為被解釋變量，但考慮到解釋變量和被解釋變量之間可能存在的異方差問題，所以首先對數(shù)據(jù)進行了求自然對數(shù)的處理，同時利用農(nóng)村消費價格指數(shù)對收入數(shù)據(jù)進行了消脹，我們將本文研究的時間跨度定位1993—2018年。

第二，GZ、JY、CZ、ZY是代表河南省農(nóng)村收入中的工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入。同樣為了消除數(shù)據(jù)的劇烈波動和異方差，本文用工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入的自然對數(shù)來衡量。

通過梳理近二十年來的《河南省統(tǒng)計年鑒》以及《中國統(tǒng)計年鑒》，整理相關數(shù)據(jù)備用。

(二)向量自回歸(VAR)模型的建立

本文主要分析解釋變量對被解釋變量(農(nóng)民收入持續(xù)增長)的影響大小，為此建立計量經(jīng)濟學的VAR(向量自回歸)模型。通常研究假設：被解釋變量Y是由于多個解釋變量反映的，具體將向量自回歸模型寫成

lnRY=β0+β1GZ1t+β2JY2t+β3CZ3t+β4ZY4t+ε

其中，GZ1t、JY2t、CZ3t、ZY4t分別表示第t期工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入，ε為隨機擾動項，β0為常數(shù)項，βi為各個解釋變量的回歸系數(shù)，也可以認為是各影響因素的彈性系數(shù)。

二、回歸分析及檢驗

(一)ADF平穩(wěn)性檢驗

本文的數(shù)據(jù)主要來自《河南省統(tǒng)計年鑒》及Wind數(shù)據(jù)庫。一般情況，需要對時間序列用ADF檢驗是否具有單整階數(shù)，檢驗結(jié)果表明：lnRY(人均收入)、GZ(工資性收入)、JY(經(jīng)營性收入)、CZ(財政性收入)、ZY(轉(zhuǎn)移性收入)不能拒絕單位根假設，故它們是不平穩(wěn)序列。為了消除因素的不平穩(wěn)性，采用一階差分的方法進行修正，并將修正之后的數(shù)據(jù)再進行ADF平穩(wěn)性檢驗，根據(jù)模型分析結(jié)果顯示，差分后的ΔlnRY(人均收入)、ΔGZ(工資性收入)、ΔJY(經(jīng)營性收入)、ΔCZ(財政性收入)、ΔZY(轉(zhuǎn)移性收入)五個變量的5%的臨界值分別為-3.721 3、-3.301 1、-3.693 5、-3.056 6、-3.713 9滿足單整性并且是同階平穩(wěn)的。

ADF檢驗的結(jié)果表明：由于所用數(shù)據(jù)為時間序列數(shù)據(jù)，盡管原始序列均不平穩(wěn)，而它們的一階差分序列均平穩(wěn)，說明變量之間是一階單整序列，有可能存在協(xié)整關系，可以繼續(xù)進行協(xié)整性檢驗。

(二)協(xié)整性檢驗

利用一階差分的方法，五個解釋變量順利通過了ADF平穩(wěn)性檢驗。為了進一步證明五個解釋變量對人均收入的長期均衡影響，需要進行協(xié)整性檢驗，主要利用EG兩步法(Engle-Grange方法)。做協(xié)整性檢驗的前提是需要對時間序列數(shù)據(jù)進行回歸分析，然后對回歸殘差利用Engle-Grange方法進行協(xié)整性檢驗。這里仍然選用一階差分的五個解釋變量的數(shù)據(jù)，回歸分析的結(jié)果為

lnRY=2.4839+0.998356×GZ+1.0051325×JY+1.0393535×CZ+0.9961535×ZY

對解釋變量做回歸后，會產(chǎn)生一個殘差序列εt。這時利用EVIEWS軟件的Engle-Grange法，為殘差εt再進行一次ADF單位根檢驗。如果EVIEWS的檢驗結(jié)果表明殘差序列具有顯著性，就可以拒絕原假設，進而說明5個一階差分的解釋變量對被解釋變量具有長期均衡的協(xié)整關系。ADF檢驗結(jié)果如下：

表1 基于殘差的ADF檢驗結(jié)果

由表1可知，在5%的臨界值水平下，利用回歸分析得出的ADF統(tǒng)計量為-3.561 2，通過查表可得5%顯著水平下的臨界值為-3.035 9，這說明ADF統(tǒng)計量小于5%臨界值，因此可以得出模型的殘差序列ADF檢驗結(jié)果顯著，這說明解釋變量沒有單位根，即可以拒絕存在單位根的原假設，所以殘差ε這個序列是平穩(wěn)的。綜合上述的ADF平穩(wěn)性檢驗和Engle-Grange兩部分協(xié)整檢驗，說明解釋變量的時間序列數(shù)據(jù)之間的關系是協(xié)整的。也就是說(GZ)工資性收入、(JY)經(jīng)營性收入、(CZ)財政性收入、(ZY)轉(zhuǎn)移性收入作為解釋變量可以很好地解釋農(nóng)民收入持續(xù)增長的影響，而且會在一個較長的時間內(nèi)影響農(nóng)民收入的持續(xù)增長。

(三)誤差修正模型(Error Correction Model,ECM)

通過上述的檢驗和相關性分析，農(nóng)民的人均可支配收入(RY)與工資性收入(GZ)之間的相關關系最密切，亦即工資性收入是影響農(nóng)民收入持續(xù)增長的主要解釋變量。為了進一步說明工資性收入對農(nóng)民可支配收入的影響，本文又進行了格蘭杰因果檢驗。檢驗結(jié)果顯示兩個變量即工資性收入(GZ)和人均可支配收入(RY)之間的關系是單向的因果關系，中有工資性收入(GZ)作為解釋變量對人均可支配收入(RY)這個被解釋變量產(chǎn)生影響，但不能反過來。為了進一步說明解釋變量對被解釋變量(RY)的影響力，對回歸分析模型進行誤差修正，其中(GZ)工資性收入滯后2期、(JY)經(jīng)營性收入滯后1期、(CZ)財政性收入滯后2期、(ZY)轉(zhuǎn)移性收入滯后2期。綜合考慮之下，我們建立起以RY為因變量、分別以GZ、JY(-1)、CZ(-2)、ZY(-2)為對應自變量的三個誤差修正模型

lnRY=2.876 4+0.956×GZ+0.025 6×JY+0.088 8×CZ+0.989 7×ZY-0.8765

誤差修正后的模型的擬合優(yōu)度為0.96，根據(jù)相關系數(shù)分析課件，工資性收入可以對人均可支配收入的變化做出很好的解釋。也就是說，河南省農(nóng)民人均收入持續(xù)增長主要受到公眾性收入的影響。

三、結(jié)論

通過實證分析，人均收入持續(xù)增長受工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入影響的特征可總結(jié)如下。第一，傳導具有單向性。河南省人均收入倍增受工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入的直接影響，而人均收入倍增對工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入的影響較小。第二，傳導存在時滯。財政性收入對河南省農(nóng)民人均收入的變動影響存在間接性。第三，1993—2018年河南農(nóng)村居民的人均可支配收入和工資性收入、經(jīng)營性收入、財政性收入和轉(zhuǎn)移性收入之間存在著協(xié)整關系，即存在著長期穩(wěn)定的均衡關系，這種長期穩(wěn)定的均衡關系是在誤差修正機制的不斷調(diào)整下得以維持的。